孙瑞佳 陈若凡

摘要：互联网治理是国家治理现代化的重要组成部分。个体制度化政治参与程度与互联网使用密切相关，亦是互联网治理的关键环节。本文基于中国综合社会调查（CGSS）2015年度的调查数据，以调查对象参与村（居）委会选举这一指标为依托，使用量化研究方法论证互联网使用与个体制度化政治参与之间是否存在相关关系，并寻找个体政治满意度在其中所起到的中介作用。调查发现，互联网使用程度负向影响个体制度化政治参与水平和个体政治满意度，同时，政治满意度在互联网使用对政治参与的关系中起部分中介作用。公共部门将制度化政治参与纳入国家治理范畴，推动互联网规范使用，具有必要性与迫切性。

关键词：治理能力；制度化政治参与；互联网；中介作用

中图分类号：D621.5；G206文献标识码：A文章编号：2095-5103（2021）11-0036-06

一、引言

2016年4月，習近平总书记在网络安全和信息化工作座谈会上发表重要讲话，提出要“推动我国网信事业发展，让互联网更好造福人民”[1]。该提法佐证了互联网治理过程中所必须坚持的人民主体地位，即使互联网的发展成果在全方面各领域为人民所共享。这一以人民为中心的互联网治理理念也反映在政治生活场景中。

随着互联网的快速发展，以电子政务为代表的新型治理方式层出不穷，为政治生活发展提供了新机遇，也带来了新挑战。一方面，新型政务服务平台的搭建使人们获取政治信息以及与政府部门进行沟通更加便捷，降低了政治参与成本；另一方面，纷繁复杂的网络信息易导致负面舆论与非理性情绪的滋生与传播，对人民增强对政府的信任并扩大政治参与起到一定的负面作用。互联网与政治参与的关系研究一直是互联网治理研究的重点领域，本文着眼于个体制度化政治参与这一议题，探求其与互联网使用的关联。

对于互联网使用与个体制度化政治参与间存在的内在影响机制，本文引入政治满意度作为中介变量予以分析，将政治满意度作为互联网使用与政治参与的中介变量，将研究纳入政治心理学的分析框架，以期厘清互联网使用对个体制度化政治参与的具体作用。

二、文献综述与假设提出

虽然互联网的普及大幅度降低了人们获取政治信息的成本，拓宽了政治参与的渠道，但多数研究者依然对将互联网作为推动公民有序政治参与的主要方式持保守意见，他们认为，互联网使民众获取信息的成本降低，良莠不齐的互联网信息容易对民众态度产生“助燃作用”，会扩大线下的游行、集会等非制度性政治参与活动[2]。孟天广等[3]人研究发现，互联网介入可以分为个体性介入和集体性介入，互联网普及本身并不会自动带来民主，个体性互联网介入反而具有负面影响或者无影响。这些研究表明，虽然互联网的使用可以丰富政治信息获取渠道、增强民众与政府的有益互动，但是互联网上的负面信息容易干扰个人判断，阻碍个体的制度化政治参与。因此，本文提出如下假设。

H1：互联网使用程度与个体制度化政治参与呈反向变化。使用互联网程度越高，个体制度化政治参与程度越低。

在假设H1中，我们假设互联网使用会对个体制度化政治参与带来一定的负面影响，并使用归因理论对其负面影响进行进一步解释。归因是对主客体表现和发生原因所进行的推理与判断过程，在推动人们探究事情发生背后的原因时，又会对个体的态度产生一定影响[4]。个体使用互联网的时间越长、浏览的信息越多，越有可能接收真假难辨的负面信息。这些信息通常围绕某些社会特定现象或者社会热点事件产生。如果将范围缩小到政治信息，当个体接收过多的互联网政治信息时，容易发生信息超载，一方面严重影响上网者的情绪，另一方面也会引发上网者关于“为什么会有这么多的负面信息？”的思考。当个体依据真伪不明的网络政治信息来进行归因时，其对制度化政治参与的承担者——公共部门的印象便会大打折扣，对公共部门工作的认同也有所降低，政治满意度被削减。因此，通过归因理论，可以推知假设H2.

H2：互联网使用负向影响个体政治满意度。使用互联网的程度越高，个体政治满意度水平越低。

当个体的政治满意度在互联网使用程度的影响下发生变化后，态度上的变化会反映在行为中。我们可以依据计划行为理论[5]中“行为态度-行为意向-实际行为”路径来解释政治满意度如何影响政治参与行为，当个体的政治满意度降低时，对公共部门的公信力感知降低，对其产生一种“抗争性”情绪。在这种对抗性情绪的影响下，个体想要通过体制内的渠道来参与政治活动的意向下降，此时公共部门在个体看来是不可信任的、有问题的。当参加活动的意向下降时，参加活动的实际行动就更难付诸实践。因此，可以得到假设H3。

H3：个体政治满意度正向影响个体制度化政治参与。政治满意度越低，制度化政治参与的程度越差。

上述讨论分别分析了互联网使用程度与个体制度化政治参与行为之间、互联网使用程度与个体政治满意度之间、个体政治满意度与个体制度化政治参与行为之间的关系。因此，可以以此为基础，得到假设H4。

H4：个体政治满意度在互联网使用与个体制度化政治参与中发挥部分中介作用。

三、研究方法

（一）样本基本情况

本文所使用数据来自中国人民大学调查与数据中心2015年的“中国综合社会调查（CGSS）”。该调查采用多阶分层抽样，覆盖全国各省市自治区的10000多户家庭，具有全国性、综合性。2015年的CGSS原始数据有效样本规模为10968份。本文在对互联网使用、个体政治满意度、个体制度化政治参与所在条目进行筛选后，获得有效样本9489份（有效率为 86.5%）。

（二）变量测量

1.预测变量

互联网使用主要考察个体对互联网的使用情况，采用CGSS2015问卷A28题中的“过去一年，您对以下媒体的使用情况”进行衡量，采用5点计分法，从“1到5”分别表示“从不”到“非常频繁”，得分越高表示对互联网的使用程度越高。

2.结果变量

政治参与主要考察个体参与制度化政治活动的程度，采用CGSS2015问卷中A44题的“上次居委会/村委会选举，您是否参加了投票”进行衡量，选项包括“是”“否”与“没有投票资格”。依据居委会/村委会选举情况可知，没有投票资格的个体完全无法参与选举投票，制度化政治参与程度最低；拥有投票资格却没有参与选举的个体自动放弃了权利，政治参与程度其次；拥有投票资格且参与选举投票的个体具有参与意识，政治参与程度最高。因此，依据政治参与程度对三个选项进行重新编码，“是”与“没有资格投票”分别对应“2到0”，得分越高表示政治参与程度越高。

3.中介变量

个体政治满意度主要考察个体对于政治生活的满意程度，包括对公共部门职能履行的满意程度等多个维度，采用CGSS2015问卷中的B16题的“我们想了解一下您对政府所提供的下面公共服务的满意度如何？如果0分代表完全不满意，100分代表完全满意，您分别给打多少分？”进行测量，包括“公众教育、医疗卫生、住房保障、社会管理、劳动就业、社会保障、低保与基本社会服务、公共文化与体育、城乡基础设施”九个维度；对于政治满意度变量的得分计算，采用九个维度加总后取均值的方式获得，得分越高表示政治满意度越高。基于数据，政治满意度的Cronbachsα信度系数为0.93。

（三）统计分析策略

本文采用SPSS19.0进行数据管理和统计分析，对于获得的9489份有效数据，首先检验测量的信度与效度，并且对互联网使用、个体政治满意度与个体制度化政治参与的人口统计学指标进行描述统计分析，然后本文构建回归方程验证“互联网使用—个体政治满意度—个体制度化政治参与”之间的中介效应。值得注意的是，本文采用温忠麟团队[6]的中介效应检验方法，将各变量间的相关关系使用下列方差组进行描述：

（1）：y=c^x+e1

（2）：m=a^x+e2

（3）：y=c^x+b^m+e3

第一步做y对x的回归，检验c^是否显著；第二步做m对x的回归，检验a^是否显著；第三步做y对m和x的回归，检验b^与c^的显著情况（x为预测变量互联网使用，y为结果变量个体制度化政治参与，m为中介变量个体政治满意度）。

四、结果与分析

（一）描述统计分析

对变量进行描述性统计分析，变量年龄有男女两个取值，均值为1.53，标准差为0.499；变量年龄是用当年年份减去出生时间表示，平均年龄约49.94岁，标准差为16.93；变量民族依据出生血缘，大部分问卷参与者为汉族，标准差为1.375；变量学历表明接受教育的程度，平均受教育程度为职业高中，标准差为3.172；变量收入测算经济水平，以年为单位，年平均收入为3万多元，标准差较大；变量政治面貌测量政治状况，均值为1.38，标准差为0.936；变量互联网使用测量互联网使用程度，均值为2.42，标准差1.65；政治满意度测量个体对公共部门的满意程度，满分100分，平均分数为70.42分，标准差为13.11；政治参与测量个体对制度化政治活动的参与程度，均值为1.43，标准差为0.567。

（二）核心变量相关分析

对变量之间的相关性进行统计分析，结果显示：互联网使用与政治满意度、政治参与意愿之间存在显著负相关；同时，政治满意度与政治参与之间存在显著正相关。此外，人口学变量中的部分指标（如性别、年龄、民族、学历、收入、政治面貌等），也与核心变量之间存在一定的关联性，需要在后续的分析中进行控制。

首先，检验互联网使用对个体制度化政治参与程度的直接影响，从表1的模型一中可以发现，在控制了如性别、年龄等人口学变量之后，互联网使用水平对个体制度化政治参与程度具有一定的负向影响（β=-0.113，p<0.01），这表明当人们对互联网的使用程度日渐加深，从互联网上了解的信息越发鱼龙混杂，会降低人们的个体制度化政治参与行为，假设H1被证实，同时c^被证明显著。

其次，检验互联网使用对个体政治满意度的影响，从表1的模型二中可以发现，在控制了人口学变量（如性别、年龄等）后，互联网使用水平对个体政治满意度具有负向影响（β=-0.081，p<0.01），这说明当人们对互联网的使用程度日渐加深，获得政治信息的门槛变低，负面或者不实政治信息的传播会降低人们的政治满意程度，假设H2被证实，同时a^被证明显著。

表1中模型三检验互联网使用和政治满意度对政治参与水平的影响，从模型三的数据中可以发现，个体政治满意度正向影响了个体制度化政治参与程度（β=0.089，p<0.01），这说明个体政治满意度程度越高，政治参与的水平越强，假设H3被证明。b^与c^均显著，假设H4得到证明，中介效应显著。

五、讨论与总结

（一）结果讨论

本文通过对CGSS2015中9489份样本数据的分析，探究了互联网使用程度对个体制度化政治参与程度的影响以及政治满意度的中介作用。研究表明：互联网使用程度负向影响个体制度化政治参与水平，使用程度越深，制度化政治参与程度越差；互联网使用程度负向影响个体政治满意度，使用程度越深，政治满意度越低；个体政治满意度正向影响个体制度化政治参与程度，政治满意度越高，制度化政治参与越积极。同时，政治满意度在互联网使用对政治参与的关系中起部分中介作用。

进入互联网时代后，互联网对政治生活的影响一直是学者们争论的焦点。研究表明，互联网使用程度会负向影响个体政治满意度与个体制度化政治参与，侧面验证了对使用互联网进行政治参与持保守态度的学者们的结论，即互联网使用在降低信息获取成本后带来了一定的负面影响[7]，这一结果的发现与前人使用量化方法研究互联网使用与非制度化政治参与间关系所得结论具有一定程度的差别，是对互联网使用研究的有益补充。除此之外，本文引入个体政治满意度来解释互联网使用与个体制度化政治参与的内在机制，并证明个体政治满意度确实存在部分中介效应。既往研究多是单纯研究互联网使用与政治参与之间的关系，或者對互联网政治参与现象进行阐述[8]，没有试图探究态度在负向关系中扮演的角色，因此，本文对政治满意度的讨论是对以往研究的有效增益。

（二）实践启示

一是将个体制度化政治参与治理纳入国家治理范畴具有必要性与迫切性。在互联网时代，民众的制度化政治参与所受的负面冲击有时大于正面影响，需采取措施或进行变革抑制个体制度化政治参与水平的下降。

二是从侧面反映出将个体制度化政治参与程度作为衡量国家互联网治理能力的重要指标具有可行性。实现国家治理评估体系指标化是国家治理现代化的重要一环，有助于人们判断治理绩效，查缺补漏，并为国家治理相关改革指引方向[9]70-71。互联网治理由于存在于虚拟空间，许多治理项目多体现为概念性特征而缺乏经验层面的操作性，将个体制度化政治参与程度作为互联網治理评估的重要指标，实现治理能力提升的数据化与可视化，有助于打通概念与现实之间的桥梁，为互联网治理提供一个明确路径与方向。

最后，要警惕互联网发展带来的负面作用，清朗网络风气。研究结果佐证了互联网在政治生活场域中所具有的负面效应。互联网下的信息共享加速了负面舆论与非理性情绪的产生与传播，容易引起网民与公共部门的对立与隔阂，不利于塑造政治信任并扩大制度化政治参与。因此需要着眼于清朗网络风气，构建良好的互联网生态，维护国家网络安全。

参考文献：

[1]习近平.在网络安全和信息化工作座谈会上的讲话[N].人民日报，2016-04-26.

[2]陈云松.互联网使用是否扩大非制度化政治参与——基于CGSS2006的工具变量分析[J].社会，2013，33（5）.

[3]孟天广，季程远.重访数字民主：互联网介入与网络政治参与——基于列举实验的发现[J].清华大学学报（哲学社会科学版），2016，31（4）.

[4]Kelley H H.The processes of causal attribu- tion[J].American Psychologist，1973，28（2）.

[5]Icek Ajzen.The Theory of Planned Behavior[J].Organizational Behavior and Human Decision Processes，1991，50（2）.

[6]温忠麟，张雷，侯杰泰，等.中介效应检验程序及其应用[J].心理学报，2004（5）.

[7]张鸣春.网络政治参与群体极化的消极效应及其防范[D].吉林大学，2015.

[8]孟桢.网络政治参与治理研究[J].河南社会科学，2013，21（9）.

[9]燕继荣.中国现代国家治理体系的构建[M].北京：社会科学文献出版社，2018.

责任编辑：罗钰涵